收入差距、努力指數與居民主觀幸福感

王潔菲 姚樹潔

一、引 言

回顧社會發展歷程，不難發現經濟增長是經濟政策實施的主要目標，而人民收入水平和主觀幸福感指數的提升則是經濟增長的最終目的。黨的十九大工作報告提出中國社會主要矛盾已經轉化為人民日益增長的美好生活需要和不平衡不充分發展之間的矛盾，強調不平衡發展事實的同時，突出提升人民幸福感指數的重要性。2021 年1月國務院發布的《關于全面推進鄉村振興，加快農業農村現代化的意見》中，再次強調要增強農民獲得感、幸福感、安全感。中國已進入以增強居民主觀幸福感為關鍵的新發展時期。

社會經濟發展水平、收入差距等是影響居民主觀幸福感的重要宏觀因素。1990—2005 年間，中國居民幸福指數在經濟高速發展的背景下呈現下降趨勢，人們的主觀幸福感并沒有隨著人均收入水平的提高而增強，即存在“Easterlin 悖論”現象(Easterlin等，2012；李樹和陳剛，2015)。1990—2019 年中國名義GDP 增加了52 倍，人均名義GDP 增加了42 倍，但《世界幸福報告》顯示，同期中國居民的平均幸福感由7.3 下降至5.2，這說明中國經濟的高速增長及在貧困治理中所取得的卓越成績，并沒有顯著增強居民主觀幸福感，所以基于收入差距視角再研究居民主觀幸福感極具現實意義。另一方面，已有研究表明個人努力程度是社會收入差距主要來源之一(Roemer，2016；汪晨等，2020；孫楓等，2021)，當下中國步入特色社會主義新時代，國家倡導勤勞致富。因此，個人努力程度與幸福感之間的關系亟需解答。

本研究基于2018 年中國家庭追蹤調查數據，研究主客觀收入差距、個人努力指數對居民主觀幸福感的影響。在此基礎上，以習近平奮斗幸福觀為指導，進一步研究努力指數對最低收入階層居民主觀幸福感的影響機理，為解析精準扶貧“扶志”困境提供新的理論視角。

二、文獻回顧

（一）關于“Easterlin 悖論”、收入差距主觀評價的研究

主流經濟學的基本主張是“財富增加將導致福利或幸福增加”。然而，Easterlin 研究發現，二戰以后美國、日本等國家人均收入水平與居民幸福感之間呈現倒“U”型關系(Easterlin，1973)。在對中國的研究中也發現，盡管1990—2010 年間中國的人均產出實現了前所未有的增長，但是中國居民幸福感卻呈現倒“U”型波動(Easterlin 等，2012)。學術界對“Easterlin 悖論”高度重視，并提供了系統的理論解釋(Clark 等，2008；種聰和岳希明，2020；羅必良等，2021)。田國強和楊立巖(2006)通過構建規范經濟學理論模型，佐證了“幸福—收入之謎”現象的存在，并指出存在一個與非物質初始稟賦正相關的臨界收入水平，當收入超過這一臨界值，增加收入會降低幸福水平。黃祖輝和朋文歡(2016)發現，在農民工收入與幸福的關系中，雖然存在“Easterlin 悖論”現象，但是真正能夠促進幸福水平提升的是扣除生活必要開支后的剩余部分。針對“Easterlin 悖論”的深入探討，相關學者采用不同的研究方法和理論范式，較為全面地探索了收入、收入結構與主觀幸福感之間的關系。

隨著理論和實證研究不斷深入，關于主觀幸福感的研究對象逐漸轉向宏觀的社會收入差距，并且產生了兩種相反的結論。一種是社會收入差距的擴大會損害居民主觀幸福感(Harsanyi，1976；Merton，1968；Oshio 和Kobayashi，2011；Néstor 和Rafael，2013)。Oshio 和Kobayashi(2011)以日本居民主觀幸福感為研究對象，用基尼系數來衡量地區收入差距，結果顯示社會收入差距擴大對居民主觀幸福感有顯著負作用。社會收入差距對居民主觀幸福感的負面影響主要來自兩個方面：一是社會收入差距擴大會改變人們的收入預期，進而影響個體主觀幸福感(Harsanyi，1976)；二是社會收入差距擴大能夠產生“相對剝奪感”，進而削弱低收入人群主觀幸福感(Merton，1968)。但是，另一種觀點(也稱為“隧道效應”)認為，低收入人群發現周圍人收入增長時會覺得自己未來收入也會增長，致使其幸福感增強(Hirschman，1973；Bardhan 等，1999)。Bardhan 等(1999)認為，社會收入差距會讓個人對自己的未來收入預期更樂觀，激發積極向上的工作生活態度。這一觀點與早期Hirschman(1973)的研究基本一致，不同的是Hirschman 又指出，一段時間后，如果周圍的人收入都提高了，自己的收入卻還未達到預期水平，那么其幸福指數便會隨之下降。

收入差距的測度指標(基尼系數)是關于居民收入相對離散程度的客觀測度，但是測度結果無法得出收入分配是否公平合理的主觀結論(蔡超等，2015)。近年來，國內外學者逐漸關注人們對收入差距的主觀評價。Xu 和Garand(2010)認為，美國人對收入差距的主觀評價在一定程度上可以反映其所居住州的客觀收入差距，是政府制定政策的重要依據。然而，以往針對社會收入差距與居民主觀幸福感關系的研究，普遍采用區域基尼系數與個體幸福感進行機理與實證分析(Oshio 和Kobayashi，2011)，這些研究忽略了居民對社會收入差距的主觀感受和評價。因此，本文將居民對收入差距的主觀評價納入實證分析，以求得到更為有價值的研究結論。

（二）收入差距來源之一：受個體控制的努力因素

國內外諸多學者基于微觀個體機會不均等視角研究了收入差距的內在根源(Roemer，1993、1998；劉波等，2020；汪晨等，2020；孫楓等，2021)。機會不均等的提出最早可以追溯至Rawls(1971)，他認為每個人對社會基本物品(包括權利、自由、收入等)的獲得應當是平等的。然而，Dworkin(1981)認為個人努力程度不同所導致的機會不平等是合理的。真正將機會不均等引入規范經濟學分析范疇的是Roemer(1993、1998)，他認為個體收入決定因素分為兩類：一類是受個體控制的努力因素，如教育、職業等；另一類是不受個體控制的環境因素，如性別、年齡、社會發展水平等。這也激起了更多學者的研究熱情。汪晨等(2020)研究中國收入差距問題時，在Roemer 的環境-努力基本框架下，研究得出由于個體努力程度不同導致的收入差距在城鎮地區更嚴重。不同的是，孫楓等(2021)指出，個體努力不均等對農村居民個人收入差距的影響更大，其對收入差距的貢獻率超過了70%。關于努力不均等對城鄉收入差距的影響，盡管不同學者得出了不同結論，但是微觀個體努力程度是收入差距的重要來源已得到學術界一致認可。

（三）個人努力與主觀幸福感

努力因素和環境因素導致個體間存在收入差距，環境所導致的收入不均等也被稱為機會不均等(Roemer，2016；張彤進和萬廣華，2020)。以往關于居民主觀幸福感的研究較多集中于收入差距和機會不均等(何立新和潘春陽，2011；張彤進和萬廣華，2020)，鮮有關注努力對居民主觀幸福感的影響的研究。張彤進和萬廣華(2020)認為如果收入不均等更多是由努力因素造成的，則可能產生激勵作用，進而增強居民主觀幸福感，但其研究并沒有進一步深入探討，而僅僅是重點關注機會不均等。

在進一步將努力因素擴展至具體變量選擇方面，Roemer(2016)用受教育程度、職業作為努力的代理變量，在此基礎上，不同學者又進一步豐富了努力變量的選擇。孫楓等(2021)加入了工作努力程度變量；汪晨等(2020)將黨員身份和遷移作為影響個體經濟結果的努力因素，認為對于農村居民來說，選擇遷移也是個人努力的體現。國內外學者對努力因素，包括受教育程度(徐淑一和陳平，2017)、就業(Krause，2013；李樹和陳剛，2015；Kassenboehmer 和Haisken-Denew，2009；Gielen 和Van Ours，2014)、遷移(Jiang 等，2010)、黨員身份(魯元平等，2016)等各個代理變量與主觀幸福感之間關系的研究較為全面，但是這些研究并非基于個體努力視角。因此，借鑒以往學者建立機會不均等指數來研究其對居民幸福感影響的思路，本文構建個體努力程度指數來研究其對居民主觀幸福感的影響，是非常具有理論和實踐意義的。

三、理論闡述與研究假設

本文將居民幸福感視為個人效用水平的主觀評價。處于劣勢人群在生產生活中會因為社會客觀物質資源分配的不均等而產生被剝奪感，損害其主觀幸福感，這是側重于強調客觀差距的存在。本文借鑒以往研究，將其視為“相對剝奪”作用機制(Merton，1968)。收入差距主觀評價的本質是居民依據自身掌握的與收入分配相關的信息對收入分配現狀的一種主觀判斷(蔡超等，2015)，對于低收入水平居民來說，社會收入差距主觀評價越高，導致其認為提高生活水平機會越小，對自己未來會越沒有信心，我們稱這一作用機制為“負向預期”。“負向預期”效應其實是客觀收入差距所產生的“相對剝奪”作用效應不斷積累的結果。將二者區別分析的原因是，一方面“負向預期”效應來源于微觀個體的主觀評價，與個體的價值觀、受教育程度和社會經濟地位相關，因此對主觀幸福感的影響更直接；另一方面同一區域內的居民所對應的基尼系數是唯一的，但是同一區域內居民對收入差距的主觀感受則不相同。基于上述分析，我們提出假設1 和假設2。

假設1：社會客觀收入差距擴大會通過“相對剝奪”作用機制對居民主觀幸福感產生消極影響。

假設2：微觀個體對社會收入差距的主觀評價會通過“負向預期”作用機制影響主觀幸福感。

假定居民主觀幸福感(subjective well-being，SWB)是關于個體效用水平(u)的增函數，如式(1)所示。

在公式(1)中，是誤差項，反映個體間不可觀測的差異。根據有效勞動供給決策，個體效用函數可以表示為：

其中c 為個人消費，e 為獲得收入而必須付出的努力，x 為勞動收入所得。假設?u / ?c ＞ 0， ?u / ? c＜0， ?u / ?e ＜ 0，?u / ?e＜ 0，因為一般來說為了賺取收入而付出的努力所產生的效用是小于零的。收入增加可以提高效用水平，并且勞動收入水平與努力程度有關，勞動收入反映了個人努力程度和勞動技能水平，設 ?u / ?x ＞ 0，?u / ? x＜ 0，? x / ?e ＞ 0，?x / ? e＜ 0。假設個體預算約束為：

其中，∈{ e ,} 是個體勞動供給的外延邊界，r 代表勞動收入 x ( e,)的單位稅率，x ( e,)是關于努力程度e 和勞動技能水平的函數。假定 ?x / ?e ＞ 0，? x/ ?＞ 0，?x / ?e?＞ 0，且 x(0,) = 0。T 表示個體不進入勞動力市場(e= 0)時可以獲得的轉移收入，主要源自于整個勞動力市場的稅金收入。在= 1處，通過最大化效用函數可以求得最優努力水平，e= e(,,)，是單位勞動供給的收入，還可以得到最優努力水平下收入水平 x。個體進入勞動力市場，需要確定其最優努力水平。因此，在勞動供給邊界上，當且僅當下式成立時，個體會選擇勞動供給= 1。

根據上述分析，本文提出假設3。

假設3：個人努力程度是其主觀幸福感的重要影響因素，努力程度越高則個體主觀幸福感越強。

四、數據來源、變量描述與模型選擇

（一）數據來源

本文數據來源于北京大學中國社會科學調查中心實施的“中國家庭追蹤調查(CFPS)”2018 年數據。對于數據處理有兩點說明：一是由于2018 年數據較新，樣本中2018 年教育年限的數據缺失較大。考慮到本研究使用的僅是CFPS 的成人樣本數據，受教育年限在兩年間的變動幅度不大，所以我們根據2016 年樣本數據利用ID 編碼對2018 年受教育年限進行匹配；二是由于CFPS 并沒有2016 年和2018 年社區層面問卷調查數據，所以在刪除2016 年和2018 年家庭居住地址發生跨省變化的樣本基礎上，通過個人ID、家庭ID 二次匹配的方法，得到2018 年微觀個體居住地所屬區縣順序碼。在剔除殘缺值和離群值后，最終得到涵蓋25 個省/市，共10430 份有效樣本，其中農村樣本5906 份，城市樣本4524 份。農村、城市樣本個體的主觀幸福感均值分別是7.10、7.28(最大值為10)。農村、城市分別有687 個樣本和429 個樣本主觀幸福感達到9 及以上。城鄉主觀幸福感在7 分以上的樣本個體占比分別是52.6%和56.6%。

（二）變量描述

1. 主觀幸福感(SWB)

主觀幸福感是本文的被解釋變量。本研究使用CFPS 調查問卷M 部分的“您有多幸福？”(SWB)這一指標來衡量主觀幸福感，它是10 項有序選擇變量，0 表示非常不幸福、10 表示非常幸福。

2. 客觀收入差距(Gini)和對社會收入差距主觀評價(Sgini)

關于基尼系數的測算，我們利用Yao(1999)的方法。考慮到CFPS 目標樣本規模在省/市間的差異，本文對樣本數量較多的省份，包括CFPS 過度抽樣的“大省”，共10 個省/市按照區縣是否鄰近，共細分為33 個小區域，以求得到更能衡量當地社會收入差距的基尼系數(詳見附錄1)。剩余15 個省/市則根據各省樣本數據直接測算基尼系數。另外，本文進一步細分城鄉，測算出45 個城市和45 個農村樣本基尼系數(詳見附錄2)，由于樣本規模限制，北京、上海和天津沒有分別測算城鄉基尼系數。細分為城鎮和農村后，有12 個區域的基尼系數超過0.5，18 個區域基尼系數小于0.4。文本所有基尼系數的測算都是基于CFPS(2018)全樣本(32543 個被調查對象)，計算結果通過省份和區縣順序碼匹配至本文所選取的10430 個有效樣本。

本文將CFPS 調查問卷中受訪者對“中國貧富差距嚴重程度”的回答，作為主觀收入差距(Sgini)，用來考察“負向預期”作用機制，與基尼系數交替進行回歸分析。

3. 努力指數(Effort Index，EI)

“努力指數”是本文從個體努力程度角度解釋其主觀幸福感的關鍵變量。在充分借鑒以往研究基礎上(徐淑一和陳平，2017；Krause，2013；李樹和陳剛，2015；Kassenboehmer 和Haisken-Denew，2009；Gielen 和Van Ours，2014；Jiang 等，2010；魯元平等，2016；Appleton 和Song，2008)，文本將個體每周工作時間也視為努力因素，選擇受訪者對CFPS(2018)問卷中的6 個問題的回答，來構建個體“努力指數”評價指標體系。首先，采用變異系數法對5 個指標賦權重。

在式(5)中，V表示第j 個指標的變異系數，由公式V=/X計算得出；、X分別表示第j 個指標的標準差和均值。其計算結果如表1 所示。

表1 構建指標賦值及權重測算

然后，對X、X、X進行標準化處理，由于采用標準差標準化法會導致指標出現負值，影響進一步數據測算，因而本文采用極值法對3 個指標原始數據進行標準化處理。最后，按照公式(6)測算第i 個居民努力指數。

總樣本居民努力指數(EI)平均值為0.364，取值集中分布于[0.3，0.5]區間內，努力指數大于0.6 的居民占總樣本的8.5%。

為了盡量消除變量遺漏帶來的估計偏差，本文還引入了其他控制變量，包括年齡、性別、婚姻狀況、家庭經濟狀況等。其中，婚姻狀況包含喪偶、離異、未婚、再婚，本文僅考慮有無配偶對主觀幸福感的影響，故將喪偶、離異和未婚均歸為無配偶。所有變量的相關描述見表2。

表2 模型變量定義與統計描述

（三）模型選擇

本文被解釋變量主觀幸福感是有序選擇變量，因此采用Ordered Probit 進行實證分析，具體模型設定如下：

其中，S WB表示p 省/市m 區域的第i 人的主觀幸福感；G ini為p 省/市m 區域的家庭人均收入基尼系數；S gini為p 省/市m 區域的第i 人對社會收入差距嚴重程度的主觀評價；E I為p 省/市m 區域的第i 人的就業偏好指數；M為個人和家庭層面控制變量，包括年齡、性別、婚姻狀況、家庭經濟狀況、地域類型、健康狀況等；province為省/市的控制變量。

五、估計結果

（一）基準模型回歸和穩健性檢驗

首先，僅控制省份效應，將客觀收入差距(Gini)、主觀收入差距(Sgini)、努力指數(EI)與居民主觀幸福感(SWB)分別進行回歸，結果顯示3 個關鍵解釋變量對居民主觀幸福感均具有顯著相關性(由于篇幅限制，報告結果省略)。其次，控制個體特征變量和家庭特征變量后，回歸結果顯示，變量Gini 和Sgini 均在1%的顯著性水平上與SWB負相關(詳見附錄3)。這說明居民所處區域收入差距越大、個人對社會收入差距主觀評價越高，主觀幸福感越弱。變量EI 與SWB 呈顯著正相關，說明努力指數較高的人群主觀幸福感也較強。

根據回歸結果(詳見附錄3)，還可以得出以下結論。第一，本文將家庭人均年收入及其平方項列入實證模型發現，收入越高，人們的主觀幸福感越強，但是收入增加到一定程度則會對幸福感產生負效應，呈“倒U 型”關系，這與“Easterlin 悖論”相一致。第二，婚姻能夠提高個人的幸福指數。離婚或喪偶不僅給家庭成員帶來精神上的打擊，也可能降低家庭的收入水平。大齡沒有結婚的農村成年男性，也可能是各方面的條件不盡人意，未婚就會使他們的幸福感不強。例如，在5906 個農村樣本中，有408 個35 歲以下未婚青年的平均主觀幸福感僅是6.08，比全樣本平均水平低1.1。

關于模型穩健性檢驗，本文借鑒魯元平等(2016)的方法，對居民主觀幸福感進行重新賦值，將0～5 分合并賦值為0，6～10 分合并賦值為1。重新賦值后用二值Probit模型進行估計，回歸結果見附錄3 第(3)列和第(4)列，與第(1)列和第(2)列回歸結果相比較，所有關鍵解釋變量的顯著性和相關性并沒有產生明顯變化，所以我們可以認為本文的實證模型是穩健的。進一步，我們將主觀幸福感視為基數，進行OLS 回歸分析，關鍵解釋變量Gini、Sgini 和EI 的顯著性水平和相關性依然沒有發生改變，結論依舊支持基準模型是穩健的。

（二）邊際效應和內生性分析

1. 邊際效應分析

由于非線性模型中估計系數不是參數的邊際效應，無法更好地衡量其對被解釋變量的影響，因此需要進一步測算各關鍵解釋變量的邊際效應。本文被解釋變量SWB 取值范圍是0～10，每個解釋變量的估計系數對應著11 個點的邊際效應。為了節省篇幅，本文僅報告SWB＝6 和7 處對應的邊際效應。在控制個體特征、家庭層面、省份等變量后，核心解釋變量Gini 增加1 個單位，居民主觀幸福感達到6 的概率下降0.0348，達到7 的概率下降0.0610。核心解釋變量Sgini 增加1 個單位，居民主觀幸福感達到6 的概率下降0.0009，達到7 的概率下降0.0015。核心解釋變量EI 增加1 個單位，居民主觀幸福感達到6 的概率在解釋變量為Gini 和Sgini 的模型中分別增加0.0055、0.0060，但是居民幸福感達到7 的概率在兩個模型中分別下降0.0096、0.0104，這說明當居民主觀幸福感為6 時，更高水平的努力程度對幸福指數提升的促進作用會下降。表3 還報告了二值Probit 回歸模型中Gini、Sgini 和EI 變量在樣本均值處的邊際效應。其結果表明，社會收入差距越大和居民對社會收入差距主觀評價越高，其主觀幸福感越弱；居民努力指數越高，其幸福感越強。

表3 邊際效應

2. 內生性分析

第一，基尼系數的內生性問題。社會收入差距與居民主觀幸福感之間雙向因果關系較弱，基尼系數過高會導致居民主觀幸福感減弱，但是個人的主觀幸福感并不會對區域收入差距造成顯著影響，我們僅僅可以認為居民主觀幸福感較弱有可能是對收入差距過高的反饋。因此，基尼系數的內生性問題主要來源是遺漏變量導致估計偏誤。本文使用工具變量進行IV Probit 和2SLS 回歸。在基準模型回歸結果中，基尼系數為-1.3776，且在1%水平上顯著，即收入差距越大，居民主觀幸福指數越低。但是，我們不可以忽視區域政府的治理對區域收入差距的作用，懷疑基尼系數為內生變量，因為可能存在同時影響社會收入差距和居民主觀幸福感的遺漏變量。本文選取 “對縣市政府的評價(Evaluation)”作為工具變量，將工具變量賦值。“對縣市政府的評價(Evaluation)”：有很大成績＝5；有一定成績＝4；沒有多大成績＝3；沒有成績＝2；比之前更糟＝1。一方面，居民對縣市政府的評價會參考社會收入差距嚴重程度，Gini 與Evaluation 在1%的顯著性水平上呈負相關，社會收入差距越大，居民對縣市政府的評價越低，滿足工具變量的相關性。另一方面，假設居民對縣市政府的主觀評價并不會直接影響其主觀幸福感，滿足工具變量的外生性。

由于IV Probit 僅能用來估計二元選擇模型，因此將此模型中被解釋變量進行合并賦值處理，0～5 分合并賦值為0，6～10 分合并賦值為1。表4 提供了對外生性原假設的沃爾德檢驗結果，其P 值為0.0000，即在1%的水平上認為Gini 和EI 為內生解釋變量。IV Probit 第一步回歸結果中F 統計量為135.64，說明工具變量(Evaluation)對內生變量具有較強的解釋力。使用IV Probit 時，Gini 的估計系數為-1.1035，與基準模型比較有所下降，說明如果忽略收入差距的內生性，將高估收入差距對居民主觀幸福感的影響。

第二，努力指數的內生性問題。一個人的努力程度、主觀幸福感可能同時受到性格因素的影響，導致內生性問題。性格樂觀、積極向上的人生活工作會更加努力，幸福感也會較強。由于衡量個體性格的變量難以獲取，因而為了解決EI 內生性問題，本文借鑒了臧文斌等(2020)在社會醫療保險、疾病異質性和醫療費用研究中的分析方法，他們利用2009 年和2010 年的變異系數作為2011—2013 年疾病變異系數的工具變量，即采用上一期數據測算的指標作為當期內生變量的工具變量。本研究采用CFPS(2016年)數據，以公式(6)同樣的方法測算樣本居民2016 年的努力指數。一方面，努力指標構造要素在兩年間的變化較小，所以2016 年和2018 年居民的努力指數存在相關性；另一方面，居民2016 年努力指數對2018 年主觀幸福感影響微弱。因此，本文將2016年居民努力指數EI16 作為努力指數EI 的工具變量。表4 第(2)列回歸結果顯示，工具變量EI16 與努力指數EI 在1%的水平上顯著正相關，且第一階段F 統計量值為412.76，可以認為工具變量具有較強的解釋力。使用IV Probit 后，EI 的系數相較于基準模型的0.2176 有所下降，因此如果沒有考慮個體性格異質性，會導致系數估計偏誤。弱工具識別檢驗結果顯示CLR 和Wald 的P 值均在1%水平上顯著，說明所選取的工具變量不是弱工具變量。

表4 內生性分析估計結果

作為對IV Probit 結果的補充，本文同時使用2SLS 進行估計。第一階段的回歸結果中Gini 和EI 作為被解釋變量所對應的F 統計量分別為246.36、476.42，因此可以認為工具變量對內生變量具有較好的解釋力。對工具變量進行冗余檢驗，Kleibergen-Paap Wald F 值說明，兩個工具變量并非弱工具變量。在2SLS 回歸結果中Gini 系數為-0.2401。在附錄3 表中基于二值Probit 模型測算得出基尼系數平均邊際效應是-0.2723，略高于2SLS 回歸結果中基尼系數的邊際效應，說明如果不考慮變量內生性會略微高估其對主觀幸福感的影響。但是Gini 和EI 系數的顯著性、符號在Ordered Probit、IV Probit 和2SLS 模型估計結果中均沒有改變。上述結果說明在進一步消除遺漏變量的基礎上，基準模型的回歸結果依然成立。

（三）機制識別和異質性分析

1. 機制識別

為了突出研究貢獻，本文僅分析主觀社會收入差距對居民主觀幸福感的作用機制。居民對社會收入差距嚴重程度存在自我感知和評價，這種主觀社會收入差距會通過“負向預期”作用機制來影響其幸福感。一方面，對社會收入差距的主觀評價會影響個人對未來生活改善的期望。我們發現在CFPS 問卷中可以獲得受訪者對提高生活水平機會大小的主觀評價(Chance)，認為自己提高生活水平機會很大的居民，其幸福感也較強。另一方面，居民對社會收入差距的主觀評價還會影響其對自己未來信心程度(Confidence)，對未來越具有信心則當下主觀幸福感水平會越高。附錄4 表第(1)列、第(2)列分別是提高生活水平機會、對未來信心程度與居民主觀收入差距的Ordered Probit 回歸結果。從其中可以發現，居民對社會收入差距的主觀評價越小，則認為個人生活水平有很大機會可以得到改善，對未來生活也更有信心。附錄4 表第(3)列和第(4)列分別是居民主觀幸福感對提高生活水平機會、對未來信心程度的Ordered Probit回歸結果，其與預期一致。

為了驗證居民主觀收入差距評價對其主觀幸福感影響機制的假設，我們同時將變量Chance、Confidence 納入回歸模型中，估計結果顯示(詳見附錄4)，相比之前的基準模型回歸結果的系數-0.0364，主觀社會收入差距的系數在很大程度上變小，降低至-0.0072，且影響不再顯著，這說明將變量Chance、Confidence 加入回歸式后，居民的社會收入差距主觀評價對其幸福感的影響減小了，而提高生活水平機會、未來信心程度對居民主觀幸福感的影響依然顯著，這證實了前文的假設。因此，可以認為居民對社會收入差距的高評價會通過“負向預期”作用機制損害其主觀幸福感。

2. 城鄉異質性分析

我們將總樣本分為城市、農村兩個子樣本，分別測算出48 個城市和45 個農村樣本基尼系數，進行Ordered Probit 回歸，實證結果見表5。基尼系數與居民主觀幸福感在城市、農村樣本中均具有顯著相關性。因此，城市、農村內部的收入差距都會通過“相對剝奪”作用機制削弱居民主觀幸福感。對于城市居民來說，低水平收入難以或勉強支付生活的各類支出，但優質的教育、醫療資源、休閑娛樂設施等則是他們難以承擔和消費的。對于農村居民來說，不斷擴大的農村內部收入差距造成了生產要素和公共資源配置的不平等，這種相對剝奪感極大影響農村居民主觀幸福感。“Easterlin 悖論”僅存在于城市樣本中，而農村居民主觀幸福感與家庭人均收入并沒有呈現與城市居民一樣的倒“U”型關系，這說明農村居民收入水平普遍低于城市居民，家庭人均收入與主觀幸福感無法達到出現“Easterlin 悖論”的拐點。

表5 城市、農村居民主觀幸福感影響因素異質性實證結果

主觀收入差距通過“負向預期”作用機制會削弱城市居民主觀幸福感，這種機制在農村樣本中并沒有發現。造成這種差異的原因有兩點：一是農村居民對社會收入差距主觀評價的均值為6.79，小于城市居民的均值(7.10)，說明相對于農村居民，更多城市居民認為社會收入差距是較大的。城市居民平均受教育水平是7.63，農村居民平均受教育水平是5.32，較高的認知能力使城市居民對社會收入差距的主觀評價不僅結合自身條件，更基于社會現狀。二是相較于對未來生活的期待，農村居民更關注當下生活是否能夠獲得較為充足的物質資源，而城市居民所處的環境競爭更為激烈，對社會收入差距主觀評價越高，越容易降低其對未來生活改善的預期值。

努力指數(EI)對城市居民主觀幸福感的影響更顯著。通過核密度圖(詳見附錄5)可以看出，城市、農村居民努力指數都集中分布于[0.3，0.5]，城市樣本中努力指數大于0.6 的居民占城市樣本的10.8%，農村樣本這一比例為6.7%，城市、農村樣本努力指數平均值分別為0.376、0.354，說明城市居民相較農村居民更努力。進一步，分解努力指數的構造指標，統計分析得出受教育程度在城鄉之間存在巨大差異，城市樣本中受教育程度為高中(含中專、技校、高職)及以上的占比達25.6%，而農村樣本中其占比僅為10.1%。城市、農村居民每周工作時間超過44 個小時(《中華人民共和國勞動法》規定勞動者平均每周工作時間不得超過44 個小時)的占比分別為49.6%、30.6%，說明城市居民在工作上付出了的時間更多。

六、基于努力和幸福感視角的“扶志”困境分析

（一）具有內在發展動力貧困戶的主觀幸福感

如果社會平均工資水平大于國家轉移支付金額，即W ＞ G，并且貧困人群屬于努力奮進的(表示為 E)，那么勞動獲取的報酬與政府扶貧救助之間的效用差大于休閑所帶來的效用，表示為 U (W ) ? U (G )＞ U。這說明將更多時間用于工作能夠提高個人主觀幸福感。如圖所示(詳見附錄6)，勞動者選擇右邊圖形的A 點配置其休閑和勞動的時間，沒有選擇領取政府救濟(G)，而是通過勞動賺得較高的收入(W)。在均衡點A，工作的邊際效用與休閑的邊際效用之比等于貧困戶在工作、休閑上配置的時間之比，表示為 MU/MU=T/ T＞ 1。

工作的邊際效用大于休閑的邊際效用，即 MU＞MU。此時貧困戶在工作上花費更多時間可以獲得更高水平的總效用。

（二）內在發展動力不足貧困戶的主觀幸福感

如果勞動賺取的工資仍然大于政府救濟補助( W ＞G)，但是貧困戶主觀上不愿努力奮斗，那么 U (W ) ? U ( G )＜ U。偏好于休閑的貧困戶(表示為E)更愿意把所有的時間都用在休閑上，以獲得最大主觀幸福感和最大效用。如圖所示(詳見附錄7)，這類貧困戶寧可接受政府的救濟，也不愿意通過勞動賺取更高的收入。因此，在這種情況下會出現均衡的角點解A，即內生動力不足的貧困戶將所有時間都用于休閑。M U趨近于零，工作和休閑的邊際替代率 MRS趨于無窮大，即貧困戶會放棄所有工作的時間，只休閑，所以效用曲線U 近似垂直。聯系實際可以發現，正是這類情況的存在給中國精準扶貧、精準脫貧與“扶志”的事業帶來了比較大的挑戰。

（三）政府救濟和勞動并存的貧困人群主觀幸福感

如果勞動賺取的工資小于政府救濟補助(W ＜ G)，并且貧困人群是勤勞努力的(表示為 E)，然而由于工資水平較低，他們無法自我擺脫貧困，依然需要政府給予救助幫扶，這時總效用表示為 TU = U (W )+ U。

貧困人口參加勞動賺取低于政府補助的收入。這類人群在領取部分政府補助(G)的同時，也會努力通過勞動賺得收入(W )。如圖所示(詳見附錄8)，在均衡點A，工作的邊際效用與休閑的邊際效用之比等于貧困戶在工作與休閑上配置的時間之比，即MU/MU=T/ T＜ 1。

工作的邊際效用小于休閑的邊際效用，即 MU＜MU。這類貧困人群雖然努力，但是缺乏勞動技能去獲取更高的勞動所得。

（四）實證檢驗

為了驗證收入差距對居民主觀幸福感在不同收入組中的差異性影響，本文將樣本按照家庭人均收入由低到高分為4 等份，分別進行回歸。結果顯示(詳見附錄9)，基尼系數只在“最高25%”收入組中沒有通過顯著性檢驗，也就是說收入差距削弱居民主觀幸福感在其余收入階層都得到了驗證。高收入階層作為收入差距擴大的既得利益者，具有優越的社會經濟條件，享有社會各類優質資源。因此，收入差距對其主觀幸福感沒有顯著影響。進一步測算基尼系數在最低、中下、中上組中對應居民主觀幸福感0至10 處的邊際效應，通過圖1 可以看出，在其他控制變量不變的條件下，Gini 增加1個單位，收入“最低25%”組居民主觀幸福感達到6、7、8、9、10 概率減少的幅度大于“中下25%”和“中上25%”收入組。換言之，社會收入差距的擴大對最低收入組居民的消極影響最大。

關鍵解釋變量Sgini 在“最低25%”收入組中沒有通過顯著性檢驗，說明“負向預期”效應并沒有損害最低收入人群的主觀幸福感。一方面，精準扶貧戰略的實施使大量人力財力投入貧困地區，極大改善了低收入人群的收入水平和生產生活環境。另一方面，73%的最低收入人群生活在農村，相較于基本溫飽，社會收入差距主觀判斷并不能顯著影響其幸福感，即“相對剝奪”比“負向預期”對最低收入人群主觀幸福感的損害更顯著。Sgini 對幸福感的影響在“中下25%”“中上25%”和“最高25%”收入組都表現為顯著負相關，說明對收入差距的主觀評價會通過“負向預期”作用機制影響這部分人群主觀幸福感。圖1 顯示，在其他控制變量不變的條件下，居民對社會收入差距主觀評價增加1 個單位，收入“中下25%”“中上25%”和“最高25%”組居民主觀幸福感達到7、8、9、10 的概率均下降，且收入“中上25%”組下降幅度最大。

圖1 Gini、Sgini 對不同收入組居民幸福感影響的邊際效應

努力指數EI 僅對“最低25%”收入組的居民主觀幸福感影響不顯著。一方面是因為這部分人群自身努力程度較低(最低、中下、中上和最高收入組居民努力指數均值分別為0.328、0.347、0.389 和0.401)，且受教育程度較低、勞動技能不足，難以勝任技術含量較高的工作。與“中高25%”收入組進行對比，“最低25%”組居民家庭人均收入與努力指數并沒有呈現出顯著的正相關性(詳見附錄10)。另一方面是由于76%的“最低25%”收入組樣本是農村居民，并且當年獲得政府轉移支付或社會捐助的占比高達80%。按照現行貧困標準(2018 年2995 元/年)，樣本中貧困人口有746 人，獲得過政府補助或社會捐助的占比高達70%。因此，轉移支付的獲得可以在一定程度上抵消沒有勞動報酬所產生的負幸福效應。這與廖永松(2014)研究結論一致，他認為在城鄉收入差距擴大的背景下，農民在生活不斷改善的過程中確實會產生滿足感和保守意識。Kassenboehmer 和 Haisken-DeNew(2009)也提出，對失業者慷慨的經濟援助會滋生選擇失業行為。針對中國精準扶貧的研究，Yao 和Wang(2020)發現普惠制的政府補貼會降低貧困人口的內生動力，導致其安于現狀，缺乏努力奮斗的精神。

七、研究結論與政策建議

本文提出收入差距、居民對收入差距主觀評價影響其幸福感的兩種作用機制，并構造努力指數分析收入差距主要來源之一的努力因素對居民幸福感的影響。本文得出以下重要結論：①無論是衡量客觀社會收入差距的基尼系數，還是居民對社會收入差距的主觀評價，都會影響人們當下的幸福感。②社會收入差距的擴大會削弱城鄉居民主觀幸福感；城市居民對社會收入差距的主觀評價還會通過“負向預期”作用機制削弱其主觀幸福感和未來生活信心；社會客觀收入差距比收入差距主觀評價對最低收入人群主觀幸福感的削弱作用更顯著。③努力指數僅對城市居民主觀幸福感有顯著的正向作用，因為城市居民受教育程度和每周工作時間均高于農村居民，導致城市居民努力指數高于農村居民。④努力指數對最低收入組居民的主觀幸福感影響不顯著。這可能是因為最低收入人群受教育程度較低、勞動技能不足，努力程度的提高并不能有效提高其收入水平；也可能是個體雖然沒有努力勞動賺得收入，但政府轉移支付在一定程度上抵消了沒有勞動報酬所產生的負面影響。

本文在政策層面的啟示主要有以下幾方面。

第一，在完善各類社會保障體系的同時，建立公平合理的收入分配機制，保留能夠體現經濟效率的收入差距部分，消除由于分配制度政策引起的不合理收入差距，縮小社會收入差距以提高城鄉居民的主觀幸福感。

第二，居民對社會收入差距的主觀評價是基于客觀收入差距的判斷，因此在經濟高質量發展過程中應當予以更多關注。對于城市居民，要提高城市醫療、教育、就業等公共服務水平，降低城市居民對社會收入差距的主觀評價。對于農村居民，要促進鄉村振興，提高農村就業勞動待遇和福利，逐步提高低收入人群的安全感和獲得感。

第三，未來在相對貧困的治理和鄉村振興的過程中，促進農村治理秩序、治理能力進一步提升，引導農村居民形成健康向上、努力奮斗的價值觀，激發相對貧困人口內生發展動力，構建“幸福生活是奮斗出來的”主流社會價值觀。